貨幣政策與財政政策互動及效果

文章編號：1001-148X（2016）11-0091-13

摘要：采用施加符號約束的SVAR方法，分別在兩種價格主導區制下對經濟周期沖擊、貨幣政策沖擊和財政政策沖擊進行識別。研究發現：在長期，政府往往通過利率渠道而非數量渠道為赤字融資；在短期，由于財政政策和貨幣政策是替代的，當政府承諾低通脹而緊縮貨幣后，財政赤字擴張的傾向將會對“低通脹承諾”構成威脅；從政策搭配效果來看，當通脹較為嚴重時采取“雙緊”的政策對抑制通貨膨脹是合理的，有利于減弱財政赤字自發擴張對貨幣緊縮政策產生的抵消作用。

關鍵詞：SVAR；符號約束；財政政策沖擊；貨幣政策沖擊

中圖分類號：F015文獻標識碼：A

收稿日期：2016-07-31

作者簡介：黃晶（1981-），女，河南洛陽人，浙江工業大學經貿管理學院講師，經濟學博士，研究方向：經濟周期及宏觀經濟政策。

基金項目：教育部人文社會科學研究青年基金項目“增長轉型如何幫助中國經濟跨越‘中等收入陷阱”，項目編號：15YJC790031；杭州市哲學社會科學規劃項目，項目編號：Z15YD013。

一、引言及文獻綜述

早在1993年中共十四屆三中全會我國就已確立“綜合運用貨幣政策與財政政策，調節社會總需求與總供給的基本平衡”這一宏觀經濟調控基本框架。央行不久前宣布雙降、多次逆回購+SLO操作、地方債務限額管理落地及置換擴容等措施，更是財政貨幣政策同發力的表現。在增長“新常態”與溫和通脹壓力的雙重挑戰下，中共十八屆五中全會提出要“加強和創新宏觀調控，有效化解各種風險和挑戰，保持經濟平穩較快發展和社會和諧穩定”。財政部也多次表示“將更加精準有效地實施定向調控和相機調控，及時進行預調微調，以促進經濟持續健康發展”。“精準”就是必須精確地描述經濟究竟是什么態勢、需要什么樣的政策、兩種政策配合起來結果是什么樣的態勢（李揚，2013）。這不僅要求相機抉擇財政政策和貨幣政策，同時還要求提高財政貨幣政策的協調配合力度，進一步加強財政政策與貨幣政策的職能分配（方紅生和朱保華，2008）。多年來我國的財政政策和貨幣政策的配合常常出現“一邊倒”的調整模式。一些學者提出，這導致了財政貨幣政策同時發揮效力不足、搭配模式不完善，不僅限制了其作用空間（周任，2011），也造成了社會福利損失（類承曜和謝覲，2007）。由于財政政策沖擊會引致貨幣政策的內生變化，貨幣政策沖擊亦然。因此，創新貨幣政策與財政政策調控及其配合，首先要了解二者的互動關系和配合效果。

財政與貨幣政策互動的理論研究由來已久。早期的貨幣主義者認為由于央行具有獨立性，價格水平由貨幣供給決定，不受財政當局影響。20世紀80年代興起的財政主義學派則提出財政政策和貨幣政策受到一個統一的跨時政府預算方程約束，不可能完全獨立。由于政府財政赤字不具有持續性，因此最終的解決方案依然是由央行發行貨幣來彌補赤字（Sargent & Wallace，1981）。其后，Leeper（1991）、Woodford（1994）、Dupor（2000）、Cochrane（2001）和Daniel（2001）等人在此基礎上提出“價格水平決定的財政理論（FTPL）”，認為財政當局通過名義債券、稅收等財政政策變量來決定價格時，通貨膨脹主要是一種財政現象。Woodford（1994）將這種財政規則稱為“非李嘉圖財政政策”。在非李嘉圖規則下，政府通過鎖定當期和未來剩余現值將政府收入及支出外生化，政府赤字通過發行債券來解決。赤字越大，負債隨之上升，價格水平越容易上升并導致通貨膨脹。現代財政主義者還強調：政府如果采用非李嘉圖財政政策，以穩定價格為己任的中央銀行就不能無視財政政策的選擇。而我國政府執行的財政政策并不能排除非李嘉圖規則的可能性（郭慶旺等，2003），中國的赤字水平與通貨膨脹互為因果關系，通貨膨脹既是一個貨幣現象，也是一個財政現象（許雄奇和張宗益，2004）。

關于中國財政與貨幣政策對宏觀經濟的影響方式及政策有效性的研究較多，而對財政與貨幣政策的互動以及這種互動的宏觀效果分析仍相對薄弱。目前，該問題已經引起越來越多學者的關注。趙麗芬和李玉山（2006）研究發現我國擴張的貨幣政策通常伴隨著收縮或穩健的財政政策，而擴張的財政政策導致被動擴張的貨幣政策。黃金竹（2005）、王文甫（2011）的研究也得出相似結論：我國貨幣政策在很大程度上被動適應于財政政策，貨幣政策制定在一定程度上缺乏獨立性；晏露蓉等（2008）通過分析我國貨幣當局的資產負債表，提出財政收支活動客觀上構成貨幣投放與回籠的主體，國債政策會加大貨幣創造效應，加劇資金流動性過剩；袁卓群等（2014）的實證研究顯示，我國財政與貨幣政策之間存在相互促進的互補關系，并且財政政策對貨幣政策的影響效果要大于貨幣政策對財政政策的影響效果。

受限于數據，晏露蓉等（2008）采用統計描述方法，僅提出了財政政策影響貨幣政策的一種渠道；黃金竹（2005）僅分析了M1作為貨幣政策工具的情形，在當前央行靈活運用多種貨幣政策工具的大背景下，有必要從其他政策工具（特別是利率）的角度進行擴展；袁卓群等（2014）僅采用財政預算收支和M2指標建立VAR模型，作為兩大調控政策目標——產出和價格——并未引入實證模型，因而對政策及其搭配的宏觀效果分析不足。更重要的是，上述研究采用的方法都隱含地假設財政政策和貨幣政策對經濟（尤其是對通貨膨脹）的影響是對等的。誠如趙麗芬和李玉山（2006）指出：“隨著國內改革的深入，財政部門與貨幣當局權力的分離要求不斷提高，轉向分析目標分離后的財政、貨幣政策的相互影響關系，特別是財政斟酌裁量權是否是對貨幣政策承諾責任的一種威脅顯得更為重要”。

如前所述，財政政策與貨幣政策不僅通過價格渠道和信貸渠道相互影響。作為宏觀調控的兩大政策工具，二者同時也對經濟周期沖擊做出調整。經濟衰退時，財政政策和貨幣政策會主動做出反應，之后貨幣政策和財政政策還會通過政府預算約束的聯系相互做出反應。為此，真正意義上研究政策互動還需要區分政策變量對經濟周期沖擊的反應以及對其他政策變量沖擊的反應。然而，受到研究方法的限制，前述文獻均未對這兩種反應途徑進行分離。此外，對SVAR模型的經濟解釋會受到內生變量排序的影響，例如采用 Cholesy分解方法識別沖擊時，通常將政府支出排在SVAR方程組的第一位，即假設其他內生沖擊不影響當期的政府支出決策，這顯然未能體現財政政策作為宏觀調控手段的職能，無法分離主動熨平經濟的財政措施和財政的自動穩定功能。

本文的研究切入點源于張志棟和靳玉英（2011）、王文甫等（2015）的相關研究。前者識別了不同時間段內財政政策和貨幣政策在決定價格水平方面的相對主導地位，后者著重點分析了財政政策的經濟效應。但是，首先，上述研究沒有考慮在政府預算方程約束下兩類政策的主動與從動情況是不同的，也沒有區分政策變量對經濟周期沖擊的反應以及對其他政策變量沖擊的反應。其次，王文甫等（2015）將貨幣政策沖擊定義為在沖擊發生后的4個季度內使得利率移動的同時貨幣增速和貸款余額反向移動的沖擊，在該定義下，貨幣政策沖擊是不同貨幣政策工具的混合，因而無法對不同類型貨幣政策工具與財政政策搭配的效果進行評價。盡管近年來利率在我國貨幣政策傳導機制中的重要性不斷提高，但鑒于我國利率并沒有完全市場化，利率與貨幣供給之間的關系仍受到一定限制和扭曲，不同的貨幣政策實施工具對產出和價格的影響程度并非完全相同（Qin etal，2005）。加之不同貨幣政策工具從公布到實施的時間以及起效時滯不同、不同貨幣政策工具與財政政策的配合效果也可能不同，當考慮到財政與貨幣政策的互動與配合后，這種差異還可能被放大。使用貨幣工具組合識別貨幣政策沖擊是否會影響研究結論的穩健性尚不得知。再次，上述研究并沒有給出沖擊識別結果。而將沖擊識別結果與政策實施時點進行對比能較為理想地評價沖擊識別方法優劣和模型擬合現實經濟的效果。Fry & Pagan（2007）認為一旦涉及政策制定，就必須考慮沖擊識別問題。

出于研究目的，本文采用Mountford & Uhlig（2009）提出的符號約束SVAR方法。該方法的優勢體現在：（1）采用符號約束方法識別沖擊，不會對財政及貨幣政策實施的時間先后順序強加假設，財政和貨幣政策可以是同時實施的，也可以是有時間先后的；（2）通過改變沖擊的識別順序，可以區分政策變量對經濟周期沖擊的反應以及對其他政策變量沖擊的反應；（3）引入的沖擊個數可以小于內生變量個數。下文將引入三類沖擊：經濟周期沖擊、貨幣政策沖擊、財政政策沖擊。識別這三類沖擊的目的在于：將政策的自動穩定效果（例如當經濟蕭條時，政府收入下降后赤字增加）與審慎性政策效果（例如當經濟蕭條時，政府有意識地增加赤字，以刺激經濟復蘇）區分開。此外，分別設定兩種情景：一是貨幣政策沖擊對價格反應方式有符號約束，但財政政策沖擊對價格反應方式沒有約束；二是財政政策沖擊對價格反應方式有符號約束，但貨幣政策沖擊對價格反應沒有符號約束。進而比較兩種不同價格決定機制下財政政策與貨幣政策的互動方式。

三、貨幣主導區制下的政策效應

本節分析“貨幣主導區制”下三種沖擊的效應。以負向經濟周期沖擊和擴張性政策沖擊為例，對符號約束和沖擊識別順序做如下假設（參見表1）。

假設31：負向經濟周期沖擊的脈沖向量滿足：產出對負向經濟周期沖擊的脈沖響應在12個月內是非正的；財政赤字對負向經濟周期沖擊的脈沖響應在12個月內是非負的。

假設321（價格型貨幣政策情形）擴張性貨幣政策沖擊的脈沖向量滿足：利率對擴張性貨幣政策沖擊的脈沖響應在12個月內是非正的；通貨膨脹對擴張性貨幣政策沖擊的脈沖響應在12個月內是非負的。

假設322（數量型貨幣政策情形）擴張性貨幣政策沖擊的脈沖向量滿足：M2增長率對擴張性貨幣政策沖擊的脈沖響應在12個月內是非負的；通貨膨脹對擴張性貨幣政策沖擊的脈沖響應在12個月內是非負的。

假設33：擴張性財政政策沖擊的脈沖向量滿足：財政赤字對擴張性財政政策沖擊的脈沖響應在12個月內是非負的。

假設財政赤字沖擊對同期產出不產生符號約束的目的在于區分財政政策沖擊和經濟周期沖擊。此外，根據李永友和叢樹海（2005），不管是內在時滯還是外在時滯，我國財政政策調控效果受時滯因素影響的可能性較小，經驗證據并不支持財政政策比貨幣政策有更長內在時滯。為此，這里不對政府財政政策沖擊的作用時滯施加約束。

（一）價格型貨幣政策情形

根據符號約束設定，經濟遭受負向經濟周期沖擊后的12個月內產出向下偏離穩態，同時由于財政政策的自動穩定功能，財政赤字增加。12個月以后產出和財政赤字的脈沖響應不再受符號約束，赤字變為略微向下偏離穩態，產出則會被持久性地拉低。盡管經過48個月的調整，產出仍低于沖擊發生前的穩態水平（圖1）。經濟遭受負向沖擊后，利率和通貨膨脹在短期均向下偏離穩態，經濟衰退時通貨膨脹下降是自然的，利率大幅下降反映出政府在經濟衰退時采取了積極的貨幣政策。均衡工資始終向下偏離穩態，勞動力市場在衰退期趨于蕭條，并且這種影響也具有持久性。

即使不施加財政赤字對經濟周期沖擊的符號約束⑤，財政赤字的脈沖響應在沖擊發生的第10個月以后也會從向上偏離穩態變為向下偏離穩態，一方面表明財政政策在短期內確實具有自動穩定功能，另一方面這種自發調節的持續性較低，最終受經濟下滑的拖累財政支出會趨于緊縮。

圖2顯示，經濟衰退后如果政府采取降低利率的擴張性貨幣政策，會即刻推高通貨膨脹，對產出的影響則存在一定時滯，大約經歷7個月的調整，產出才會從向下偏離穩態逐漸變為向上偏離穩態。當政府降低利率后，財政赤字短期出現上升，反映出政府在實施擴張性貨幣政策的同時往往也會采取擴張性的財政政策。然而，負向利率沖擊發生5個月以后，財政赤字會變為向下偏離穩態。原因可能在于利率持續向下偏離穩態，政府債券利息支出減少，使得財政赤字在長期中趨于下降。對于政府主動實施的積極貨幣政策，財政赤字的自發反應在短期內與貨幣政策存在互補關系，赤字上升會增強擴張性利率政策效果；而在長期則是替代的，赤字下降會抵消擴張性利率政策效果。

圖3顯示，當政府采取增加赤字的擴張性財政政策，不僅在短期會加劇通貨膨脹，還會即刻推動產出上升，但擴張效應也不持久。17個月以后，產出變為向下偏離穩態，通貨膨脹恢復到沖擊發生前的穩態水平，反映出財政政策“傳導快、持效短”的特點。當價格在擴張性貨幣政策主導下上升后，擴張性財政政策在短期會加劇通脹，中短期（沖擊發生后的第9至13個月）則會緩解通脹。財政赤字增加后，利率始終向上偏離穩態水平，推高政府債券的利息收入，反映出政府有通過利率手段為赤字融資的傾向。無論在短期還是在長期，該傾向均會對擴張性財政政策產生抵消效果。對比圖2和圖3，均衡工資對擴張性利率沖擊和財政政策沖擊的反應方向恰好相反。回顧我國財政政策與貨幣政策配合運行軌跡，絕大多數時期采用的都是互補性操作，即“松-松”、“緊-緊”的搭配模式。盡管有研究提出該模式存在一定缺陷，但就其對均衡工資的綜合作用的結果來看，不會造成均衡工資長期偏離穩態，對穩定就業具有積極作用。

（二）數量型貨幣政策情形

如圖4所示，政府采取數量型貨幣政策工具時，經濟遭受負向沖擊后，產出以及通貨膨脹的變化與采取價格型貨幣政策工具的情形相同。與價格型貨幣政策情形不同的是，數量型貨幣政策下，政府赤字的自動穩定效果更持久，在長期不會出現持續向下偏離穩態的情況，原因在于利率不發生變化時，政府債券的利息支出不受影響，從而財政赤字也不受到向下壓力。M2增長率在沖擊發生后也瞬時上升，之后圍繞穩態水平上下波動但波動幅度較小。12個月后，M2增長率基本恢復到沖擊發生前的穩態水平，反映出數量型貨幣政策比價格型貨幣政策具有“介入快、退出快”的高靈活度。負向經濟周期沖擊也使得均衡工資始終向下偏離穩態，勞動力市場在衰退期趨于蕭條。

對比圖5和圖2，政府增加M2供給時各變量的脈沖響應方式與降低利率時的響應方式類似。

圖6顯示，當政府采用增加赤字的擴張性財政政策，也會立即推高產出并加劇通脹，但擴張效應也并不持久，產出在17個月以后變為向下偏離穩態水平。財政赤字增加后，M2增長率在短期向下偏離穩態，長期則恢復到沖擊發生前的穩態水平，并不會對M2增長率產生持久性影響。對比利率工具情形，在短期直接增加貨幣投放也會抵消財政擴張，但在長期則是中性的。表明政府在短期可能會采取利率渠道也可能會采取數量渠道為赤字融資，而在長期政府往往借助利率渠道而非數量渠道來為赤字融資。

四、財政主導區制下的政策效應

本節分析“財政主導區制”下三種沖擊的效應。仍以負向經濟周期沖擊和擴張性政策沖擊為例，對符號約束和沖擊識別順序做如下假設（參見表2）。

假設41：負向經濟周期沖擊的脈沖向量滿足：產出對負向經濟周期沖擊的脈沖響應在12個月內是非正的；財政赤字對負向經濟周期沖擊的脈沖響應在12個月內是非負的。

假設42：擴張性財政政策沖擊的脈沖向量滿足：財政赤字對擴張性財政政策沖擊的脈沖響應在12個月內是非負的；通貨膨脹對財政赤字增加的脈沖響應在12個月內是非負的。

假設431（價格型貨幣政策情形）擴張性貨幣政策沖擊的脈沖向量滿足：利率對擴張性貨幣政策沖擊的脈沖響應在12個月內是非正的。

假設432（數量型貨幣政策情形）擴張性貨幣政策沖擊的脈沖向量滿足：M2增長率對擴張性貨幣政策沖擊的脈沖響應在12個月內是非負的。

（一）價格型貨幣政策情形

當價格由財政政策主導且政府采用利率調控經濟時，各變量對負向經濟周期沖擊的反應同貨幣政策主導價格且政府采用利率調控經濟時的反應相同（見圖7）。

圖8顯示，經濟衰退后如果政府采取增加赤字的擴張性財政政策，會即刻推高產出，但對經濟的刺激效果并不持久，27個月以后產出恢復到沖擊發生前的穩態水平。財政赤字上升后，利率瞬時向下偏離穩態，反映出政府實施擴張性財政政策的同時往往也采取擴張性貨幣政策。當價格水平由財政政策主導時，財政赤字持續向上偏離穩態會推高通貨膨脹。出于對通貨膨脹加劇的擔憂，政府會提高利率以防止經濟過熱，表現為在正向赤字沖擊后的第5個月利率變為向上偏離穩態。隨著財政赤字恢復到穩態水平，利率最終也恢復到沖擊發生前的穩態水平。對于政府主動采取的擴張性財政政策，利率變化在短期內與之互補，而在中期則是替代的。對比圖8和圖2，當價格由財政政策主導時，積極性財政政策推高通貨膨脹的程度不及價格由貨幣政策主導時積極性貨幣政策推高通貨膨脹的程度，表明在我國較高的通脹可能仍主要是一種貨幣現象。

圖9顯示，當政府采用降低利率的擴張性貨幣政策，產出瞬時下降，經過13個月調整后才變為向上偏離穩態。財政赤字在沖擊發生之后也瞬時下降，第3至7個月略微向上偏離穩態水平，之后再次變為向下偏離穩態水平。對比圖2，當價格由財政政策主導時擴張性利率政策對產出刺激作用的時滯更長。原因在于，財政赤字變化在中短期對利率下調是替代的，赤字下降會抵消擴張性貨幣政策的效果。

（二）數量型貨幣政策情形

財政政策主導價格且政府采用M2供給調控經濟時，產出、工資、財政赤字以及通貨膨脹對負向經濟周期沖擊的反應與貨幣政策主導價格時的反應方式基本相同。對比圖7和圖10，同樣是出于刺激經濟的目的，負向經濟周期沖擊發生后，利率會在短期內向上偏離穩態之后變為向下偏離穩態；而M2增長率在沖擊發生后瞬時上升，到第10個月就基本恢復到沖擊發生前的穩態水平，再次反映出價格型貨幣政策比數量型貨幣政策“介入慢、退出慢”。

對比圖11和圖6，M2工具情形下，價格分別由財政政策和貨幣政策主導時， M2增長率對增加赤字的反應差別較大：財政政策主導價格時，同期M2政策與財政政策是互補的，短期（財政赤字沖擊發生后第2至10月）是替代的；貨幣政策主導價格時，M2政策與財政政策基本替代的，幾乎沒有互補性。反映出財政政策與貨幣政策獨立時，政府考慮到財政赤字配合增發貨幣將快速推高通貨膨脹，可能會采取相反的措施，財政與貨幣政策的相互獨立也為反向操作提供了可能；而當貨幣政策非獨立時，增發貨幣可能正是為了滿足政府實施積極財政政策（即赤字融資）的需要，而非是等到政府赤字積累到一定程度后再通過增發貨幣來緩解赤字問題。

對比圖11和圖8，財政政策主導價格時，兩類不同的貨幣政策工具情形下，變量對增加赤字的反應方式略有差異：利率工具下產出向上偏離穩態的時間比M2工具下向上偏離穩態的時間更長；M2工具下產出和均衡工資最終低于沖擊發生前的穩態水平，而利率工具下產出和均衡工資最終回到沖擊發生前的穩態水平。反映出積極財政政策與利率政策的組合搭配比與M2政策的組合搭配刺激經濟的持久性更強、緩解勞動力市場蕭條的效果更好。貨幣政策主導價格時，積極財政政策和利率政策的組合搭配與積極財政政策和M2政策的組合搭配刺激經濟的效果幾乎無差異。上述結果表明，當財政政策與貨幣政策并非完全獨立，特別是存在財政赤字融資需求時，采用價格型貨幣政策工具與財政政策搭配對經濟的刺激效果更好。

圖12顯示，當政府增加M2供給時，對產出的影響存在一定時滯，大約經歷10個月的調整，產出才會從向下偏離穩態逐漸變為向上偏離穩態。對比圖5，當價格由財政政策主導時，M2政策對經濟的刺激作用從實施到起效所需時間更長。原因可能在于，M2增長率上升后，財政政策的變化與M2政策是替代的，赤字下降會抵消擴張性貨幣政策效果；而當價格由貨幣政策主導時，財政赤字的變化在短期與M2政策是互補的，會強化擴張性貨幣政策效果，刺激經濟更快復蘇。

五、沖擊擬合結果及穩健性分析

本節在前述兩種價格主導區制下，分別對兩類不同的貨幣政策工具情形中的三種沖擊進行了識別。結果顯示，首先，兩種價格決定區制下的沖擊識別結果較為接近，價格決定機制對沖擊識別結果的影響不大⑥；計算沖擊的標準差（表3），用M2增長率度量的貨幣政策沖擊比用利率度量的貨幣政策沖擊的波動性更大，驗證了脈沖響應分析中發現的“數量型貨幣政策比價格型貨幣政策具有介入快、退出快”的結論。

其次，將識別出的沖擊與現實經濟中代表相應沖擊的變量進行對比⑦。分別采用人均產出增長率的一階差分、財政赤字的一階差分、M2增長率的一階差分表示現實中的經濟周期沖擊、財政政策沖擊、貨幣政策沖擊。從沖擊發生的時點和沖擊方向來看，模型識別出的沖擊與現實經濟中的沖擊擬合效果較好（圖13至圖16）。

最后，王文甫等（2015）的研究采用混合貨幣政策定義貨幣沖擊。本文也分析了價格型與數量型貨幣政策混合情形下變量的脈沖響應。建立VAR模型包含6個內生變量：產出、利率、M2增長率、財政赤字、通貨膨脹、工資。根據兩種不同的價格決定機制，做出如下符號約束假設：

假設323（貨幣政策主導價格、混合型貨幣政策情形）擴張性貨幣政策沖擊的脈沖向量滿足：M2增長率對貨幣政策沖擊的脈沖響應在12個月內是非負的，并且利率對貨幣政策沖擊的脈沖響應在12個月內是非正的；通貨膨脹對貨幣政策沖擊的脈沖響應在12個月內是非負的。

假設433（財政政策主導價格、混合型貨幣政策情形）擴張性貨幣政策沖擊的脈沖向量滿足：M2增長率對貨幣政策沖擊的脈沖響應在12個月內是非負的，并且利率對貨幣政策沖擊的脈沖響應在12個月內是非正的。

結果表明，在混合型貨幣政策情形下，變量對三種沖擊的反應方式與價格型貨幣政策情形、數量型貨幣政策情形下的反應方式基本相同，表明這兩種政策工具之間可能是沒有互動的，只要政策的“松-緊”方向相同，不影響前文的主要結論。此外，王文甫等（2015）在VAR模型中還引入了消費和投資變量。本文驗證發現，是否引入消費和投資，并不會對產出、通脹和工資對沖擊的反應方式產生顯著影響。

六、主要結論

本文采用符號約束的SVAR方法，分別在兩種價格主導區制下，對經濟周期沖擊、貨幣政策沖擊和財政政策沖擊進行識別，并分析了不同類型的貨幣政策與財政政策的互動及其搭配對產出、通脹和工資的影響：

首先，從沖擊識別結果來看，模型識別出的沖擊與現實經濟中的沖擊擬合效果較好。數量型貨幣政策比價格型貨幣政策具有“介入快、退出快”的特點。財政政策在短期具有自動穩定功能，其影響傳導快但持效短，最終受經濟下滑的拖累財政支出會趨于緊縮；并且當搭配利率工具使用時，財政政策的自動穩定功能消失更快。通過穩健性分析發現，使用貨幣工具組合識別貨幣政策沖擊對研究結論的影響微乎其微。

其次，從政策互動情況來看，在短期政府可能會采取利率渠道也可能會采取數量渠道為赤字融資，在長期政府往往通過利率渠道而非數量渠道來為赤字融資。財政政策與貨幣政策獨立時，政府考慮到財政赤字配合增發貨幣會快速推高通貨膨脹，可能會采取相反的操作，財政與貨幣政策的獨立性也為反向操作提供了可能；而當貨幣政策非獨立時，增發貨幣可能正是為了滿足政府赤字融資的需要。即使價格由貨幣政策主導，由于在短期財政政策和貨幣政策是替代的，當政府承諾為維持低通脹而減少貨幣供給，貨幣緊縮后財政政策擴張的傾向將會對低通脹承諾構成威脅。

最后，從政策搭配效果來看，當存在財政赤字融資需求時，積極財政政策與利率的組合搭配比與M2的組合搭配刺激經濟的持久性更強、緩解勞動力市場蕭條的效果更好。當價格由財政政策主導時，財政赤字持續向上偏離穩態會推高通貨膨脹，但推高通貨膨脹的程度不及價格由貨幣政策主導時積極性貨幣政策推高通貨膨脹的程度，表明在我國較高的通脹可能仍主要是一種貨幣現象。盡管有學者提出“松-松”、“緊-緊”的搭配模式存在缺陷，但就其對均衡工資的綜合作用的結果來看，不會造成均衡工資長期偏離穩態，對穩定就業具有積極作用。此外，當通脹較為嚴重時，采取“雙緊”的政策對抑制通貨膨脹是合理的，有利于減弱貨幣供給緊縮后財政赤字自發擴張帶來的抵消作用。

注釋：

①國內失業率數據在樣本期內基本沒有波動，大致穩定在4%上下。為此，借鑒Mountford & Uhlig（2009）和王文甫等（2015）的研究，采用工資數據間接反映勞動力市場狀況。

②月度數據不僅可以合理的規避掉簡化式殘差中的“系統性的相機抉擇反應”（systematic discretionary response），還能夠很好地回避Perotti（2005）提出的5個異議。

③該沖擊等同于模型中的經濟周期沖擊。

④由于人口數據沒有季度值，因此在計算人均數據時，同一年份內的季度數據均用當年的人口數進行調整。

⑤限于篇幅，文中未給出不施加財政赤字對經濟周期沖擊符號約束的脈沖響應結果，需要的讀者可以向作者索取。

⑥后文中僅給出了部分沖擊識別結果，其他結果可以向作者索取。

⑦限于篇幅，文中只給出貨幣政策主導價格情形下的沖擊擬合結果。

參考文獻：

[1]方紅生，朱保華.價格水平決定的財政理論在中國的適用性檢驗[J].管理世界，2008（3）.

[2]郭慶旺，呂冰洋，何乘材.李嘉圖等價定理的實證分析：協整方法[J].財政研究，2003（9）.

[3]黃金竹.我國貨幣政策和財政政策效果的比較研究[J].上海金融學院學報，2005（2）.

[4]李揚.財政貨幣政策精準配合才能提高宏觀經濟效率[N].中國經營報，2013-09-09.

[5]類承曜，謝覲.我國財政貨幣政策為什么要協調配合：一個完全信息條件下的財政貨幣政策博弈模型[J].經濟科學，2007（2）.

[6]李永友，叢樹海.我國財政政策時滯的測算與分析——兼論我國財政貨幣政策在宏觀調控中的相對重要性[J].統計研究，2006（10）.

[7]王文甫.我國貨幣政策和財政政策效應比較分析[J].金融與經濟，2011（7）.

[8]王文甫，張南，岳超云.中國財政政策沖擊的識別與效應——符號約束方法下的SVAR分析[J].財經研究，2015（6）.

[9]許雄奇，張宗益.財政赤字、金融深化與通貨膨脹——理論分析和中國經驗的實證檢驗（1978-2002）[J].管理世界，2004（9）.

[10]袁卓群，楊匯潮，秦海英.我國財政政策和貨幣政策協調性研究[J].現代管理科學，2014（12）.

[11]晏露蓉，姜杰，黃素英，等.關于財政政策影響貨幣運行的實證研究——從我國貨幣當局資產負債表看財政貨幣政策的相關性[J].金融研究，2008（6）.

[12]趙麗芬，李玉山.我國財政貨幣政策作用關系實證研究——基于VAR 模型的檢驗分析[J].財經研究，2006（2）.

[13]張志棟，靳玉英.我國財政政策和貨幣政策相互作用的實證研究——基于政策在價格決定中的作用[J].金融研究，2011（6）.

[14]周任.我國財政貨幣政策的作用空間及組合效用研究[J].宏觀經濟研究，2011（3）.

[15]Cochrane， J. H. Long-term Debt and Optimal Policy in the Fiscal Theory of Price Level[J].Econometrica，2001，69（1）：69-116.

[16]Daniel， B. The Fiscal Theory of the Price Level in an Open Economy[J].Journal of Monetary Economics，2001，48（2）：293-308.

[17]Dupor， B. Exchange Rates and theFiscal Theory of Price Level[J].Journal of Monetary Economics，2000，45（3）：613-630.

[18]Leeper E M. Equilibria under Active and Passive Monetary and Fiscal Policies[J].Journal of Monetary Economics，1991，27（1）：129-147.

[19]Mountford A.， Uhlig H. What are the effects of fiscal policy shocks？[J].Journal of Applied Econometrics，2009，24（6）：960-992.

[20]Perotti R. Estimating the effects of fiscal policy in OECD countries，Proceedings， Federal Reserve Bank of San Francisco， 2005.

[21]Qin， D.， Quising， P.， He， X.， & Liu， S. Modeling monetary transmission and policy in China[J].Journal of Policy Modeling，2005，27（2）：157-175.

[22]Sargent T J.， Wallace N. Some Unpleasant Monetarist Arithmetic[J].The Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review，1981，58：1-17.

[23]Uhlig， H.What are the Effects of Monetary Policy？[J].Journal of Monetary Economics， 2005，52（2）：381-419.

[24]Woodford M. Monetary Policy and Level Determinacy in a Cash-in-advance Economy[J].Economic Theory，1994，4（3）：345-380.